鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉村振興有效銜接中的家庭復原力問題研究

錢 力，張 軻，宋俊秀

(安徽財經大學 a.經濟學院；b.財政與公共管理學院, 安徽 蚌埠 233030)

一、引言

中國全面實施精準扶貧戰略以來，農村扶貧取得了巨大成就。截至2020年底，按照現行貧困標準，中國農村貧困人口全部實現脫貧。但貧困具有動態性、持久性和復雜性特征。對于部分農戶，尤其是處于自然環境和社會經濟等因素構成相對脆弱環境中的農戶來說，內生發展能力差，缺乏生計可持續手段，極易受到重大疾病、自然災害、市場沖擊等因素影響重新落入貧困；又或是在政策抽離和扶貧力度減弱后返貧[1]，存在脫貧質量低、返貧概率大等難題[2]。如何鞏固脫貧攻堅成果以達到穩定脫貧，形成目標群體長效脫貧的內生發展能力[3]，預防新貧困人口的產生[4]，成為迫切需要應對的問題。特別是面向2020年后扶貧時代貧困特征轉變的社會現實，有必要考察精準扶貧政策的長效機制和鞏固脫貧攻堅成果的實踐狀況，為實現可持續脫貧的遠期目標提供參考[5]。

相對落后地區還存在大量易致貧的“邊緣戶”，他們由于政策懸崖而沒有享受到政策福利，面臨著生計脆弱性，極易成為新的貧困戶[6]。脫貧攻堅的成效需要通過鄉村振興的一系列措施來強化，逐步從脫貧攻堅的“多予”轉變為鄉村振興的“放活”，激發農村內生活力，發展當地特色經濟，促進農業農村優先發展，確保脫貧的可持續性[7]。實施鄉村振興戰略，總體可概括為從兩個方面培育相對貧困治理的內生動力，一是塑造發展機會，二是培養發展能力。鞏固和拓展脫貧成果，有助于長期穩定脫貧，促使進一步穩定持續發展，促進鄉村振興。因此，實現鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉村振興的有效銜接將是未來相對貧困治理需要解決的主要問題。

家庭復原力強調從家庭整體層面探討如何應對壓力源，實現家庭的健康適應[8]，在家庭危機應對中起著決定性作用[9]。復原力將風險與不確定性納入家庭福利分析框架中，突破以往靜態經濟增長的局限，動態反映家庭擺脫貧困或保持非貧困的過程，多維度預測家庭長期發展圖景，從而為脫貧長效機制的設計提供新思路[10]。近年來，氣候、經濟與公共衛生事件的沖擊嚴重影響了社會和經濟發展，如何在不確定的環境下鞏固拓展脫貧攻堅成果，促進與鄉村振興的有效銜接，培育相對貧困家庭抗擊能力，將成為后扶貧時代解決相對貧困問題的關鍵[11]。

二、文獻綜述

早在20世紀70年代，心理學家Anthony[12]通過對有精神疾病家族史的兒童追蹤調查，發現長期暴露于社會困境中的兒童依然能夠較為良好地適應環境，在個人未來發展中健康成長。之后的研究以個體復原力為切入點，觀察在困境和沖擊下的個體復原力，探討復原力、危險與保護因子的相互作用[13]。隨著研究的進一步深入，家庭超越了研究個體復原力的背景性意義，成為另一個功能實體[14]。家庭復原力具有豐富和復雜的內涵，現有研究對這一概念的界定尚未形成共識，但對其定義大致有三種觀點：第一，特征說。有學者認為家庭復原力是家庭作為一個功能單元在抵御危機和持續壓力中體現出的反彈和自我修復能力，幫助家庭及其成員從逆境中復原甚至變得更加強大[15-17]。由此有學者將復原力的研究納入可持續生計的框架內，利用多種資本構建福利函數，運用因子分析對一組多維指標進行測度，識別微觀主體抗擊特征，考察家庭復原力在應對沖擊時的作用。第二，過程說。有學者突破靜態分析的局限，動態捕捉家庭復原力的演變過程，認為具有復原力的家庭在當前或是未來都能夠積極適應困境，表現為壓力源、保護因子和危險因子相互作用的動態過程[18]。過程說研究著重將復原力與福利標準相結合，根植于貧困的脆弱性和貧困陷阱理論，突破以往的靜態分析而轉變成動態識別。同時關注時間的可持續性，從事前預防、事中應對、事后恢復三個方面綜合看待家庭抗擊、避免落入貧困的努力[19]。第三，結果說。有學者認為家庭復原力是合力利用內外資源，在逆境中應對沖擊時的反應。更有學者認為家庭復原力是這些概念的融合，強調復原力是作為功能單元的家庭本身所具有的或后天學習得來的特質，由多層次、多維度的因子構成，以應對逆境的動力過程。在測度方面，Jennifer[20]將上述復原力內涵轉變成一種計量經濟學方法，添入非線性動力學分析路徑，結合雙參數分布假設，通過對福利函數的條件期望與方差的估計，將復原力估計為滿足某種福利標準的條件概率，可以系統科學地展現、預測家庭未來的發展圖景。這種界定和測度方式更符合于立足家庭長期發展的研究，培育激發功能主體的主觀能動性，對后扶貧時代的相對貧困治理具有重要意義。

關于脫貧攻堅與鄉村振興的探討主要集中在2020年后的減貧戰略、推進脫貧攻堅成果與鄉村振興兩大戰略的銜接方面。目前我國正處于脫貧攻堅與鄉村振興兩大戰略的歷史交匯期，在政策疊加期下的重要任務就是加快實現二者的有效銜接。圍繞二者銜接的研究成果豐碩，主要聚焦于銜接的辨證邏輯關系、銜接機制與實施路徑方面。曹立等[21]具體探究宏觀視域下銜接的邏輯關系和原則，認為脫貧攻堅和鄉村振興在目標、內容、主體與體制方面可以融通互促，但同時面臨著“個體性與主體性”“長期性與短期性”“絕對性與相對性”困難[22]。在此背景下，提出切實從微觀層面實際考量，有效銜接“五個一批”和“五個振興”的具體內容，從政府和市場著手[23]，在體制機制、內生動力和產業發展方面發力[24]，踐行聯動、包容和可持續的融合實踐路徑[25]。但學者們多從脫貧攻堅與鄉村振興銜接的理論層面探討，鮮有實證分析，更缺少對落后地區銜接現狀的效果評價，同時以家庭復原力為契入點的深入研究也明顯不足。脫貧攻堅解決貧困人口生存問題，鄉村振興解決后續發展問題。脫貧攻堅過程中對貧困地區居民衣、食、住、教、醫的基本保障已實現全覆蓋，通過財政轉移、提供就業等方式為貧困地區居民減貧增收。鄉村振興從培育產業發展、促進群眾增收、擴大就業三方面發力，不斷激發發展內生動力，提升群眾的幸福感。從脫貧攻堅到鄉村振興的具體措施和行動經驗激發了相對貧困家庭的內在發展動力，改善了相對貧困家庭的生計資本與生計能力。脫貧攻堅過程中控輟保學、整合優質鄉村教育資源、提供鄉村產教融合發展平臺措施的實施，奠定了鄉村教育的發展實踐基礎[26]。而鄉村振興的核心是人才振興，在扶貧支出中增加對人力資本的投資，破解農村發展中人力資本匱乏難題，最大限度激活人才資源，持續推動人力資本積累增效[27]。基于此，本文認為鞏固拓展脫貧攻堅成果與鄉村振興的有效銜接對家庭復原力的積極影響主要得益于兩個方面的培育：第一，提高了家庭的資產積累；第二，培育了家庭的人力資本。

綜上所述，復原力對相對貧困家庭現在以及未來能夠積極應對壓力和沖擊，構建脫貧和發展的長效機制具有重要意義，捕捉其動態效應展開家庭未來長期發展圖景對改善家庭福利和實現共同富裕至關重要。Barrett等[19]關于復原力的定義更符合立足于家庭長期發展、激發微觀主體主觀能動性以解決相對貧困和未來發展問題。過程說中動態識別的測度方法根植于貧困陷阱理論，其核心是在家庭福利中添入非線性路徑學，改善了對家庭未來狀態的預測，同時提升了研究的契合度和精準性。鑒于此，本文基于鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉村振興的有效銜接視角，考察家庭復原力的動態效應，描繪家庭的未來長期發展圖景；利用空間計量模型探索復原力是否存在正向溢出效應，探索構建家庭脫貧、發展的長效機制,為鞏固脫貧攻堅成果與鄉村振興的有效銜接提供新思路。

三、理論分析

復原力是家庭在時間t內的福利高于某個標準閾值的概率，與福利函數密切相關。社會福利函數把社會福利看作個人福利的總和，以效用水平表示個人福利，則社會福利就是個人福利的函數。設定社會人口數為n，僅有兩類人，其中相對貧困群體A人口占比λ，富裕群體B人口占比1-λ(0<λ<1)。為了關注效用較低人群的福利水平，本文采用羅爾斯主義的社會福利函數，假設社會所有人偏好一致，所有商品同質，每個人都是風險厭惡者。社會福利函數可記為：

W=min(UA,UB)

(1)

個人效用函數可以通過消費和收入等反映，為了避免高收入低消費群體的干擾，簡便計算，將個人效用函數設定為收入的函數，則該社會兩類人的效用函數記為：

(2)

(3)

式中，RA、RB分別是相對貧困群體A的收入、富裕群體B的收入。

鞏固拓展脫貧攻堅成果與鄉村振興的政策性投入資金記為g，每單位政策性投入在市場上的價格為x，則該社會兩類人的效用函數記為：

(4)

(5)

式中，RUA、RUB是勞動所得收入，為了簡便計算，將其均賦值為0。RCA、RCB是接受政策性投入所得的收入和服務。

(6)

由上式可知，在相對貧困群體A與富裕群體B福利水平高低比較下，?W/?x<0，即價格降低，福利水平提高；價格升高，福利水平降低。當政策性投入的服務進入市場后，供給增加使商品價格降低，因此拓展鞏固脫貧成果和鄉村振興的政策性投入可以增加總體社會福利。

四、研究設計

(一)模型設定

本文采用Cisse and Barrett提出的計量經濟學方法測算家庭復原力。估計一階馬爾可夫過程，具體模型展開如下：

(7)

式中將t時刻的福利指標Wit建模為前一期t-1時刻的福利Wi,t-1的多項式函數，同時加入其他特征變量Xit以及隨機擾動項εMit，下標M代表期望方程，j代表高階中心距的階數。考慮到多重均衡貧困陷阱理論的典型S形動態特征，本文將k取值為3。其次，利用隨機誤差項εMit零均值假設，估計家庭i在時間t的條件期望的預測值為：

(8)

用V表示方差方程，使用一階中心距的殘差來估計二階中心矩方程：

(9)

同樣，遵循零均值假設，家庭i在時間t的條件方差的預測值可表示為：

(10)

(11)

(二)變量選取

1.被解釋變量。家庭復原力強調家庭從整體層面應對沖擊、掙脫困境，是家庭危機應對過程中的關鍵力量。同時，在家庭福利分析的框架中添入風險與不確定性，突破以往靜態經濟增長的局限，動態反映家庭擺脫貧困或保持非貧困的過程。研究家庭復原力，能夠在不確定的環境下培育家庭抗擊和抗壓能力。

2.解釋變量。由于精準扶貧政策的實施時間為2015年，鄉村振興政策實施時間為2017年，如果某個家庭在政策實施前被識別為相對貧困家庭，則該家庭在政策實施后賦值為1(實驗組)，否則為0(對照組)。

3.控制變量。根據已有研究，結合本文研究需要和數據可得性，引入控制變量見表1。

表1 控制變量名稱及定義

此外，脆弱性和復原力不是簡單的對立范疇，而是具有一定的相關性，不考慮脆弱性就無法理解復原力[27]。脆弱性是復原力的本體，要使一個人變得富有復原力，就必須承認他根本上是脆弱的。借鑒何軍[29]測算脆弱性的經驗，設定50%閾值來識別相對脆弱家庭[30]，將其轉化為一個二元離散變量，作為外部沖擊的識別變量。

(三)數據來源與描述性證據

本文所用數據來源于2012—2018年中國家庭動態跟蹤調查數據庫，該數據庫樣本覆蓋25個省(市、自治區)，重點關注中國居民的經濟與非經濟福利，包括教育、健康、家庭關系動態等多項研究主題，具有較強的代表性。基于研究問題與數據可得性原則，對初始樣本數據進行以下處理：(1)篩選出農村家庭樣本，匹配家庭與戶主層面的樣本數據；(2)剔除不相關變量、異常值與缺失值；(3)考慮到滯后期的加入，將4年樣本數據合并成家庭層面的3期平衡面板數據。經處理后，獲得家庭層面有效數據6 527戶，19 581個實際觀測值。表2為變量的描述性統計結果。

表2 變量的描述性統計

本文分析的全樣本共有6 527戶家庭，其中識別的相對貧困家庭3 477戶。由表2可知，與全樣本戶相比，相對貧困家庭的復原力、家庭總收入、家庭消費性支出、家庭總金融資產、文化娛樂支出的均值均較低；非房貸的金融負債、從事私營企業、收到政府補助的均值均較高，對應的相對貧困脆弱性也較高，說明相對貧困戶的貧困特征存在多維性。同時，相對貧困戶還具有家庭規模偏大、年齡偏大、受教育年限較短、健康和智力水平偏低的特征，說明在資產和人力資本方面，相對貧困戶處于較低的水平。

五、實證結果與分析

(一)基準回歸

為了解相對貧困家庭復原力受哪些因素的影響，對家庭復原力進行基準回歸，并在此基礎上分為東部、中部、西部地區進一步進行空間異質性分析，分析結果見表3。

表3 基準回歸分析結果

由基準回歸結果可知，相對貧困脆弱性在1%的統計水平上顯著，通過顯著性檢驗，回歸系數符號為負，表明家庭復原力的提高會降低相對貧困的脆弱性，具有減貧效應。家庭總收入、家庭消費性支出、家庭總金融資產、年齡、受教育年限、健康指標等通過顯著性檢驗，回歸系數為正，說明提高這些變量對提升家庭復原力有正向作用，同時說明提升家庭復原力的重要路徑是積累資產和培育人力資本。家庭人口規模對家庭復原力有負向作用，即擴大家庭人口規模不利于提升家庭復原力，反而會增加家庭發生貧困的概率。東部、中部、西部的基準回歸結果與全國基本保持一致，說明基準分析結果具有穩健性。

(二)雙重差分模型

本文考察脫貧攻堅、鄉村振興對相對貧困家庭復原力的影響，最為重要的是排除其他因素干擾。在雙重差分法中，政策相對于微觀經濟主體而言一般是外生的，為此，本文選用雙重差分法(DID)來量化研究政策對相對貧困家庭復原力所產生的影響，避免內生性難題的發生。在進行雙重差分檢驗之前，處理組和對照組需要滿足平行趨勢假設。

1.脫貧攻堅與家庭復原力

如果觀測值是受到政策沖擊前2年、前1年、政策沖擊時、政策沖擊后1年，各自標記post值為-2、-1、0、1，分別與treat相乘生成交叉項，將交互項(treat*post)作為解釋變量做面板回歸分析。結果顯示：政策實施時間點之前，交互項對應的系數為負值且不顯著；政策實施后，交互項對應的系數均正向顯著，說明滿足平行趨勢假定，可進一步分析。精準扶貧政策的實施時間為2015年，與此同時也在鞏固脫貧攻堅成果，因此在政策實施前，timet取值為0，之后取1。識別的相對貧困家庭為實驗組，treatt取值為1；非相對貧困家庭treatt取值為0，雙重差分的結果見表4。

表4 脫貧攻堅雙重差分檢驗結果

表4顯示，鞏固脫貧攻堅成果措施實施后，相對貧困家庭的復原力水平仍低于非相對貧困家庭，但是二者之間的差距呈現縮小態勢，從鞏固脫貧攻堅成果措施實施前的0.391縮小到措施實施后的0.270，說明實施精準扶貧戰略鞏固脫貧攻堅顯著增強了相對貧困家庭的復原力水平，政策效應對應的系數為0.121，通過1%的顯著性水平。

2.鄉村振興與家庭復原力

鄉村振興政策的實施時間為2017年，在2017年之前，timet取值為0，之后取1。識別的相對貧困家庭為實驗組，treatt取值為1；非相對貧困家庭treatt取值為0，雙重差分的結果見表5。

表5 鄉村振興雙重差分檢驗結果

表5顯示，鄉村振興政策實施后，相對貧困家庭對應的復原力水平由政策實施前的0.549提升到政策實施后的0.556。雖然相對貧困家庭的復原力水平仍低于非相對貧困家庭，但是二者之間的差距呈現縮小態勢，由原先的0.270縮小為0.264。從表5可知，在鞏固脫貧攻堅成果的基礎上，實施鄉村振興政策不僅能夠增強相對貧困家庭的復原力水平，還能提升非相對貧困家庭的復原力，但鄉村振興的政策效應顯著性不高。

六、進一步分析

(一)空間相關性檢驗

在進行空間計量模型的估計前，需要對各省(市、自治區)的家庭復原力、相對貧困脆弱性和家庭總收入進行空間自相關性檢驗。本文采用全局Moran’sI檢驗變量的空間自相關性，結果如表6所示。

表6 全局Moran’s I檢驗結果

由表6可知，在0～1空間鄰接矩陣下，各省(市、自治區)家庭復原力、相對貧困脆弱性和家庭總收入的Moran’sI均顯著為正，說明家庭復原力、相對貧困脆弱性和家庭總收入存在正向的空間相關性，這意味著使用空間計量模型對所選變量進行實證分析存在合理性。因此，本文構建空間計量模型實證考察家庭復原力對家庭相對貧困脆弱性和家庭總收入的空間溢出影響。

(二)空間計量模型的選擇

1.Wald檢驗

SAR模型Wald檢驗的結果顯示Prob>chi2值0.001 9非常顯著，拒絕原假設；且對SEM模型的Wald檢驗結果顯示Prob>chi2值0.094 3顯著，拒絕原假設，接受空間杜賓模型(SDM)。為了保證空間計量模型選擇的科學性，進一步進行LR檢驗。

2.LR檢驗

LR檢驗結果顯示Prob>chi2值0.005 5顯著，拒絕原假設，空間杜賓模型可以轉換為空間滯后模型(SAR),Prob>chi2值0.000 0同樣顯著，拒絕原假設，空間杜賓模型可以轉換為空間誤差模型(SEM)。基于此，綜合考慮選取雙固定效應的空間杜賓模型。

(三)空間杜賓模型

雙固定效應模型同時考慮了空間固定效應和時點固定效應，反映空間面板數據中既隨個體變化，又隨時間變化的一類變量方法，通過空間杜賓模型可以看出變量與相鄰地區的空間關系。

表7 空間杜賓模型估計結果

由表7結果可知，R2與Log-likelihood值較大，說明模型擬合度較好，可信度較高。空間自回歸系數rho對應的P值在5%水平下顯著，且其系數為正值0.181，可知被解釋變量復原力對自身有正向的空間溢出效應。由Main中統計的系數來看，相對貧困脆弱性x1和家庭總收入x2的P值顯著，達到了1%的顯著性水平，相對貧困脆弱性x1的系數為-0.430，家庭總收入x2的系數為0.026，說明前者對復原力有負向影響，后者對復原力有積極影響。Wx項比Main的系數更能說明空間的傳導效應，Wx1與Wx2對應系數的P值均顯著，分別達到1%、10%的顯著性，且二者對應的系數為-0.247、0.012，可以說明相對貧困脆弱性Wx1具有負向的空間溢出效應，對周邊地區的家庭復原力有負向的傳導作用。家庭總收入Wx2存在正向的空間溢出效應，即對周邊地區家庭復原力具有積極影響。

七、研究結論與政策啟示

(一)研究結論

本文基于鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉村振興的有效銜接視角，運用中國家庭動態跟蹤調查數據庫2012—2018年的面板數據，采用雙重差分模型和空間杜賓模型對我國相對貧困家庭復原力的動態和空間效應進行量化實證分析。主要得到以下結論：

第一，實施精準扶貧和鞏固脫貧攻堅成果顯著增強相對貧困家庭的復原力。由雙重差分模型的檢驗結果可知，鞏固脫貧攻堅成果措施實施后，相對貧困家庭的復原力水平雖然仍低于非相對貧困家庭，但是二者之間的差距呈現縮小態勢，可以看出政策效應顯著，實施精準扶貧戰略和鞏固脫貧攻堅顯著增強了相對貧困家庭的復原力水平。同時，鄉村振興戰略對相對貧困家庭復原力的提升效果也很明顯，復原力由政策實施前的0.549提升至政策實施后的0.556。

第二，鞏固拓展脫貧攻堅成果同鄉村振興有效銜接的實施不僅能提高相對貧困家庭的復原力，對非相對貧困家庭同樣具有積極影響。在鞏固脫貧攻堅成果基礎上，實施鄉村振興政策后，不僅對相對貧困家庭的復原力水平有積極影響，對非相對貧困家庭的復原力同樣有積極作用，且二者之間的差距呈現縮小態勢。在鞏固脫貧攻堅成果的基礎上，推進鄉村振興政策的落地實施不僅能夠增強相對貧困家庭的復原力水平，還提升了非相對貧困家庭的復原力。

第三，提升家庭復原力的重要路徑是積累資產和培育人力資本。由基準回歸結果可以清楚地看到，資產、受教育年限和綜合實力的提升對培育復原力有顯著的正向促進作用。由此可知，積累資產和培育人力資本不僅可以提升家庭復原力，降低相對貧困發生率，逃離相對貧困陷阱，還為穩定脫貧成果、相對貧困治理與持續發展長效機制提供了參考路徑。

第四，提升家庭復原力對自身與周邊地區具有積極效應。家庭復原力自身具有正向的空間溢出效應，家庭相對貧困脆弱性和家庭總收入對家庭復原力分別存在顯著的負向和正向空間溢出效應。由空間計量模型的結果可知，相對貧困脆弱性具有負向的空間溢出效應，對周邊地區的家庭復原力有負向傳導作用。家庭總收入存在正向的空間溢出效應，即對周邊地區家庭復原力具有積極影響。

(二)政策建議

第一，根據實地情況制定銜接方案，深化鞏固拓展脫貧攻堅成果與鄉村振興的有效銜接。注重總結脫貧經驗，為鄉村振興提供工作機制。保證投入資金、扶持產業等常量政策的繼續推進，加強基礎設施建設、人才和生態振興等增量政策的投入力度，摒棄脫貧攻堅中易造成“福利依賴”的非常態政策，減弱政策在執行過程中可能產生偏差而導致的政策負外部性。從微觀層面出發，建立健全全面振興政策，完善區域性政策。

第二，考慮地區的空間影響，合理制定“扶智扶貧”的區域性方案。考慮到家庭復原力、家庭的相對貧困脆弱性和家庭總收入存在空間的溢出效應，政府在制定“扶貧扶智”一系列政策的同時還要考慮空間效應的影響，關注不同地區的異質性和集聚現象，合理安排資源配置。提高復原力的重要路徑是積累資產和培育人力資本，通過職業培訓與素質教育，提升全民人力資本水平，增加勞動收入，促進消費升級。同時借助“互聯網+”推動服務資源的共建共享，激活內生發展能力。

第三，建立健全財政保障、金融傾斜、社會參與的多元投入格局，強化鄉村振興投入保障。按照農業和農村優先發展的原則，應加快建立和完善實施鄉村振興戰略的財政投入保障體系，加大對農村的公共財政投入，確保財政投入與鄉村振興的目標任務相匹配。創新金融服務機制，緩解金融服務鄉村振興的“梗阻”，從供給和需求兩方面推進制度創新。從需求側看，深化農村集體產權制度改革，加強新型經營主體規范管理；從供給側看，要創新農村金融機構激勵約束機制、農村金融產品和服務、農村金融市場準入機制，創新社會資本參與機制、社會資本參與鄉村振興的準入機制、社會資本與農民利益的鏈接機制。